金融集聚對經(jīng)濟增長的非線性效應研究

■ 趙明慧（重慶工商大學融智學院　重慶　400065）

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金融集聚對經(jīng)濟增長的非線性效應研究

■ 趙明慧（重慶工商大學融智學院重慶400065）

內容摘要：基于2003-2013年我國省級面板數(shù)據(jù)，本文通過構建包括面板門限模型（PTR）在內的面板非線性效應模型，對金融集聚與經(jīng)濟增長的非線性效應進行研究。結果發(fā)現(xiàn)，金融集聚對經(jīng)濟增長的影響存在閾值轉化特征，閾值范圍內金融集聚可以顯著促進經(jīng)濟增長，反之則對經(jīng)濟增長具有一定的抑制作用。另外，金融集聚及其對經(jīng)濟增長的影響在東、中、西部存在明顯的空間異質性和差異性。最后，給出相關政策建議。

關鍵詞：金融集聚經(jīng)濟增長面板門限非線性效應

隨著經(jīng)濟全球化與信息化的發(fā)展，金融業(yè)打破地理因素的限制和同質化的假設，出現(xiàn)不同程度的集聚，表現(xiàn)為不同國家或地區(qū)間世界級金融中心的出現(xiàn)。根據(jù)內生經(jīng)濟增長理論可知，勞動力、資本和技術進步是經(jīng)濟增長的源泉，具體表現(xiàn)為規(guī)模經(jīng)濟和經(jīng)濟效率的提升。理論上，產(chǎn)業(yè)集聚特別是金融業(yè)集聚可以充分利用既有的金融系統(tǒng)、數(shù)據(jù)信息庫和基礎資源，縮短交易周期，降低交易成本和投融資門檻，促使整個金融體系運營效率和金融資源配置效率的提升。上述理論是以金融業(yè)同質化假設為前提的，但金融業(yè)演進歷程表明，不同地區(qū)間的金融業(yè)具有極端的異質性和不規(guī)則性。那么，我國金融集聚是否對我國經(jīng)濟增長具有促進作用？再加上我國地區(qū)間經(jīng)濟發(fā)展的異質性，其金融集聚對不同地區(qū)經(jīng)濟增長的促進作用是否存在差異性？本文基于2003-2013年我國省級面數(shù)據(jù)，通過構建面板非線性效應模型，對我國金融集聚與經(jīng)濟增長的非線性效應進行研究。

表1　模型（1）回歸結果

相關文獻綜述

有關金融集聚的理論研究和實證分析主要體現(xiàn)在金融集聚的產(chǎn)生條件、原因、集聚效應和風險等方面，形成了金融地理學、區(qū)域金融等理論。Gehrig（1998）通過實證分析發(fā)現(xiàn)，不同地域間的金融集聚是同時存在的，信息外部性和不對稱信息是促進金融集聚形成的重要因素。Davis （1990）通過對金融服務業(yè)的調研，發(fā)現(xiàn)金融業(yè)集聚現(xiàn)象在各類型的金融服務業(yè)中比較明顯。包括會計業(yè)、保險精算等金融行業(yè)通過集聚的形成，可以更加貼近市場，減小交易成本，實現(xiàn)外部經(jīng)濟，提升經(jīng)濟效率。任英華等（2010）通過構建金融集聚影響因素空間計量模型，針對我國28個省域金融集聚影響因素進行實證研究，結果表明區(qū)域創(chuàng)新、經(jīng)濟基礎對金融集聚具有顯著促進作用，而對外開放水平、人力資本對金融集聚的影響效應具有一定的周期性。

有關金融集聚對經(jīng)濟增長影響效應的研究文獻也比較豐富，多數(shù)學者認為金融業(yè)在地理空間上的集聚可以促進經(jīng)濟增長，劉軍（2007）通過實證分析，研究認為金融集聚通過形成金融集聚效應、金融擴散效應和金融功能促進區(qū)域經(jīng)濟水平增長。林江鵬等（2008）根據(jù)金融集聚的具體理論內涵，對金融集聚對區(qū)域經(jīng)濟發(fā)展的影響效應進行實證分析，發(fā)現(xiàn)金融集聚的促進作用明顯。丁藝等（2010）分別從銀行、證券、保險三個方面度量了金融集聚程度，對金融集聚對區(qū)域經(jīng)濟增長的影響進行實證研究，發(fā)現(xiàn)金融集聚對我國區(qū)域經(jīng)濟增長具有明顯的促進作用。孫維峰等（2012）在對1979-2010年我國金融集聚程度進行測度的基礎上，利用單位根檢驗和協(xié)整檢驗進行實證分析，發(fā)現(xiàn)金融集聚和區(qū)域經(jīng)濟增長之間存在著長期穩(wěn)定均衡的促進作用，但不存在短期的因果關系。豆曉利（2013）采用空間計量方法，從銀行業(yè)、證券業(yè)和保險業(yè)三個維度，對2003-2010年金融集聚對區(qū)域經(jīng)濟增長的支持作用進行了分析，結果表明我國金融集聚呈現(xiàn)的空間地理特征，對區(qū)域經(jīng)濟增長具有溢出作用。部分學者認為這種促進作用具有階段性特征，陳得文（2015）基于面板平滑轉換模型（PSTR）實證檢驗了1998-2012年金融集聚對我國區(qū)域經(jīng)濟增長的非線性效應，結果表明金融集聚與我國區(qū)域經(jīng)濟增長之間存在顯著的轉換關系，且金融集聚效應存在明顯的空間差異。

綜上所述，既有研究主要運用靜態(tài)面板模型，采用單位根協(xié)整檢驗、空間計量等方法對金融集聚與經(jīng)濟增長的影響機制進行分析，多為線性效應，不能全面解釋我國金融集聚空間異質性與經(jīng)濟增長之間可能存在的非線性效應。鑒于此，本文將從我國金融集聚的空間異質性的角度，構建包括面板門限（PTR）模型在內的非線性效應模型，實證分析金融集聚對經(jīng)濟增長的作用機理和影響效應。

計量模型設定、變量說明與數(shù)據(jù)處理

（一）計量模型設定

根據(jù)研究假設，金融集聚對經(jīng)濟增長的影響可能存在閾值特征，本文設定如下簡約型非線性效應模型（1），被解釋變量是人均GDP（LNGDP），核心變量是金融集聚水平（LNSCA），基本變量是人力資本水平（LNHUM）、固定資產(chǎn)投資（LNINV），控制變量是對外開放程度（LNOPEN）、政府財政支出水平（LNSPE）。LNRGDPit=β0+β1LNSCAit+β2LNOPENit+ β3LNHUMit+β4LNINVit+β5LNSPEit+β6(LNSCA)2it+μi+εit（1）

式中，LNRGDPit表示i地區(qū)t時期的人均GDP水平，并取對數(shù)；LNSCAit表示i地區(qū)t時期的金融集聚程度；LNOPENit表示i地區(qū)t時期的對外開放程度；LNHUMit表示i地區(qū)t時期的人力資本水平；LN INVit表示i地區(qū)t時期的固定資產(chǎn)投資額度；LNSPEit表示i地區(qū)t時期的財政支出水平；(LNSCA)2it表示i地區(qū)t時期的人均GDP水平的平方，用來測定和分析金融集聚對經(jīng)濟增長可能存在的非線性效應；μi表示地區(qū)i的地區(qū)差異性；εit表示隨機干擾項。

上述非線性效應模型中金融集聚閾值測定是由模型設定決定的，并且不能推導出閾值的置信區(qū)間，所測度參數(shù)的有效性也較差。因此，本文進一步選用Hansen （2000）提出的面板門限模型，則得到如下非線性效應模型（2）：

LNRGDPit=β0+β1LNOPENit+ β2LNHUMit+β3LN INVit+β4LNSPEit+ α1LNSCAit·I{LNSCAit≤η1}+α2LNSCAit· I{η1≤LNSCAit≤η2}+…+μi+εit（2）

其中，LNSCAit·I{ηn≤LNSCAit≤ηn+1}為示性函數(shù)，表示金融集聚可能存在的門限值，且模型（2）中金融集聚的門限個數(shù)設定為多個。

（二）變量說明

被解釋變量。本文采用人均GDP水平來表示地區(qū)經(jīng)濟增長水平，采用2003年居民消費價格指數(shù)為基準，構建2003-2013年的居民消費價格指數(shù)表，對統(tǒng)計年鑒中查詢得到的2003-2013年的人均GDP進行平減，以消除價格因素的影響。

解釋變量。金融集聚水平（LNSCA），考慮到數(shù)據(jù)的可得性和完整性，本文采用金融業(yè)固定資產(chǎn)投資額來表示各地區(qū)金融集聚水平，金融業(yè)固定資產(chǎn)投資額越大，該地區(qū)金融集聚水平就越高，反之則越低。為消除價格因素影響，以2003年固定資產(chǎn)投資價格指數(shù)為基準，構建2003-2013年固定資產(chǎn)投資價格指數(shù)表，對金融業(yè)固定資產(chǎn)投資額進行平減。

人力資本水平（LNHUM），本文采用李梅，柳士昌（2012）的做法，用測算得到的樣本區(qū)間內我國各地區(qū)勞動力的平均受教育年限表示我國各地區(qū)勞動力的人力資本。計算公式為hum=p r×6+m r×9+hr×12+c r×16，其中p r、m r、h r、c r分別表示我國當年從事勞動人員的學歷比重，即小學學歷人員所占比重、初中學歷人員所占比重、高中學歷人員所占比重、大專及以上學歷人員所占比重。

固定資產(chǎn)投資（LN INV），本文采用社會固定資產(chǎn)投資額對該指標進行度量，為消除價格因素影響，以2003年固定資產(chǎn)投資價格指數(shù)為基準，構建2003-2013年固定資產(chǎn)投資價格指數(shù)表，對社會固定資產(chǎn)投資額進行平減。外開放程度（LNOPEN）運用歷年各地區(qū)進出口總額占GDP的比重表示。財政支出水平（LNSPE）數(shù)據(jù)直接取自《中國經(jīng)濟與社會發(fā)展數(shù)據(jù)庫》，同樣需要進行數(shù)據(jù)平減，已消除價格因素的影響。

（三）數(shù)據(jù)處理

本文研究對象為我國30個省、自治區(qū)和直轄市（除去香港、澳門和臺灣地區(qū)，西藏地區(qū)由于數(shù)據(jù)不全也沒有包括在內）。根據(jù)數(shù)據(jù)的可獲得性，將樣本區(qū)間確定為2003-2013年。數(shù)據(jù)主要來源于《中國統(tǒng)計年鑒》、《中國經(jīng)濟與社會發(fā)展數(shù)據(jù)庫》、《中國勞動力統(tǒng)計年鑒》。另外，為反映金融集聚對經(jīng)濟增長影響的地域差異性，將我國進行地域劃分為東、中、西三個部分。為減小數(shù)據(jù)波動性，對所有變量進行去自然對數(shù)處理。

表2　門限效應檢驗結果

表3　面板門限模型估計結果

實證結果及分析

（一）基本非線性模型分析

對模型（1）進行計量回歸，為比較結果的穩(wěn)健性，將面板最小二乘法（POLS）、面板固定效應（FE）和面板隨機效應（RE）的統(tǒng)計結果置于表1所示。根據(jù)回歸結果可知，三個模型中核心變量金融集聚和金融集聚的二次項的系數(shù)都不同，說明金融集聚對經(jīng)濟增長的影響效應存在拐點，即金融集聚對經(jīng)濟增長的非線性影響效應是存在的。面板最小二乘法受制于面板數(shù)據(jù)可能存在的異方差，導致回歸結果有偏。另外，對面板固定效應（FE）回歸結果與面板隨機效應（RE）回歸結果進行豪斯曼檢驗，其原假設是隨機效應。豪斯曼檢驗統(tǒng)計量拒絕原假設，即拒絕了隨機效應的原假設，于是本文選擇面板固定效應模型進行分析。

據(jù)表1可知，固定效應模型下，金融集聚的影響效應為0.38，且通過了顯著性水平為10%的顯著性檢驗。金融集聚的二次項系數(shù)為-0.02，并且通過了顯著性水平為1%的統(tǒng)計檢驗。說明金融集聚對經(jīng)濟增長的影響存在拐點，且拐點為9.5，金融集聚與經(jīng)濟增長的相關關系圖成“倒U型”的形狀。當金融集聚水平（LNSCA）低于9.5時，金融業(yè)集聚程度的提高可以顯著促進經(jīng)濟增長；反之當?shù)貐^(qū)間金融集聚程度超過拐點9.5時，金融集聚的增加反而對經(jīng)濟增長有微弱的抑制作用。金融業(yè)本身包括銀行業(yè)、證券業(yè)和保險業(yè)，對于我國金融市場而言銀行業(yè)在金融體系結構中占有較大份額。2003年以來，我國銀行業(yè)相繼改革重組，形成了當前國有銀行、股份制銀行、城市商業(yè)銀行三個梯度的銀行業(yè)結構。其對于實現(xiàn)金融業(yè)市場化、利率市場化的實現(xiàn)具有顯著的推動作用，與此同時以北京、上海、廣州、深圳為金融中心的金融業(yè)集聚程度快速提高，為我國經(jīng)濟增長提供了相對穩(wěn)定的金融支持和保障。另外，經(jīng)濟增長受勞動力、資本和技術等基本生產(chǎn)要素外，還受人力資本、對外開放程度、財政支出、基礎設施等因素的影響。所以當金融集聚水平達到拐點時，其他影響因素的不確定會導致金融體系臃腫，運營效率和支付效率降低，反過來抑制經(jīng)濟水平的上升。

其他解釋變量中，人力資本（LNHUM）對經(jīng)濟增長具有正向影響效應，且通過了顯著性水平為1%的統(tǒng)計性檢驗，回歸系數(shù)為0.24。人力資本的提升是樣本期間內我國創(chuàng)新能力和技術水平提升的表現(xiàn)，反向說明現(xiàn)階段我國教育業(yè)的發(fā)展逐漸與我國經(jīng)濟發(fā)展相靠攏。固定資產(chǎn)投資（LNINV）對經(jīng)濟增長也具有顯著的正向影響，同樣通過了顯著性水平為1%的統(tǒng)計性檢驗，但影響程度微弱，影響系數(shù)僅為0.08。投資在促進我國經(jīng)濟發(fā)展的“投資”、“消費”和“進出口”的“三駕馬車”中所占比重較大，但近年來我國積極進行產(chǎn)業(yè)結構調整、經(jīng)濟結構轉型，投資和進出口呈下降趨勢，對經(jīng)濟增長的促進作用略顯乏力。對外開放程度（LNOPEN）對經(jīng)濟增長的影響效應為負，但影響程度較小，影響系數(shù)僅為-0.04。改革開放以來，我國積極引進外資，加快對外開放的速度和步伐，但所引進的外資受地理位置的影響多數(shù)集中在我國的沿海地區(qū)，吸引了我國中西部地區(qū)大量的勞動力向東部沿海地區(qū)轉移，擠占了中西部地區(qū)的勞動力資源和投資，反過來抑制當?shù)亟?jīng)濟水平的提高。財政支出（LNSPE）與經(jīng)濟增長呈現(xiàn)正相關變動的關系，回歸系數(shù)為0.16，且通過了顯著性水平為1%的統(tǒng)計性檢驗。我國政府財政支出主要用于城鎮(zhèn)基礎設施建設、教育和醫(yī)療等方面，基礎設施的完善、教育水平的提高和醫(yī)療水平的完善可以顯著促進經(jīng)濟發(fā)展。

（二）門限效應分析

本文首先對模型（1）進行回歸分析，以探究和確定金融集聚和經(jīng)濟增長之間是否存在一定的非線性效應，然后根據(jù)數(shù)理統(tǒng)計方法求出金融集聚的拐點。但模型（1）是外在設定的，拐點是由模型（1）內生決定的，因此并非最優(yōu)拐點，為此本文采用模型（2）對其進行進一步估計。根據(jù)Hansen（2000）的門限值和門限個數(shù)的確定方面，運用sta ta12.0軟件，進行門限效應檢驗，分別按照不存在門限值（原假設）或存在一個門限值（備擇假設）、只存在一個門限值（原假設）或存在兩個門限值（備擇假設）兩種條件進行假設檢驗，具體結果如表2所示。

根據(jù)表2可知，模型（2）回歸分析后發(fā)現(xiàn)金融集聚（LNSCA）存在單一門限，值為9.635。在門限值范圍內，金融集聚水平的提升有利于地區(qū)經(jīng)濟增長的實現(xiàn)，金融集聚效應表現(xiàn)為正；在門限值之外，金融集聚水平對地區(qū)經(jīng)濟增長具有一定的抑制作用。這和陳得文（2010）的研究結論一致。可以發(fā)現(xiàn)模型（2）和模型（1）的研究結論一致，但金融集聚在各自測度的同門限值下對經(jīng)濟增長影響程度是不同的。在影響經(jīng)濟增長的控制變量中，人力資本（LNHUM）、固定資產(chǎn)投資（LN INV）和財政支出（LNSPE）在金融集聚的門限值內外對經(jīng)濟增長的影響效應均為正，但固定資產(chǎn)投資的影響程度相對較低，這和模型（1）的研究結論一致。隨著對外開放程度（LNOPEN）的不斷加深，經(jīng)濟增長幅度或經(jīng)濟增長的規(guī)模在下降。另外，按照金融集聚水平的門限值在地域上進行劃分，發(fā)現(xiàn)只有北京、天津、上海、山東、遼寧等省份跨越了金融集聚水平的門限值，而山西、內蒙古、河南等省份的金融集聚水平處在門限值內，如表3所示。地區(qū)經(jīng)濟發(fā)展水平的差異體現(xiàn)在兩個層面，一是經(jīng)濟總量方面的差異，二是影響經(jīng)濟發(fā)展的其他因素的差異，這些影響因素主要包括人力資本、基礎設施、社會保障。諸如人力資本、基礎設施和社會保障水平都存在一定的門檻，只有越過相應門檻值后，金融集聚才能顯著促進經(jīng)濟水平的提升；反之，高水平金融集聚程度下，缺乏一定程度的人力資本、基礎設施和社會保障，將會導致金融集聚的負向溢出，對經(jīng)濟發(fā)展產(chǎn)生一定的抑制作用。

結論與政策建議

本文基于2003-2013年我國省級面板數(shù)據(jù)，通過構建包括面板門限模型（PTR）在內的面板非線性效應模型，對金融集聚與經(jīng)濟增長的非線性效應進行研究。結果發(fā)現(xiàn)，金融集聚對經(jīng)濟增長的影響存在閾值轉化特征，閾值范圍內金融集聚可以顯著促進經(jīng)濟增長，反之則對經(jīng)濟增長具有一定的抑制作用。另外，金融集聚及其對經(jīng)濟增長的影響在東、中、西部存在明顯的空間異質性和差異性。為此，提出如下相關政策建議。

首先，我國金融業(yè)發(fā)展具有集聚特征和空間差異性，表明中央和地方政府在制定政策時應以統(tǒng)籌區(qū)域協(xié)調發(fā)展為前提，合理布局我國金融資源，以充分發(fā)揮金融資源在協(xié)調我國區(qū)域經(jīng)濟差距的效應；其次，由于金融集聚對經(jīng)濟增長的非線性效應，應充分協(xié)調人力資本、基礎設施、社會保障與金融集聚之間均衡發(fā)展的關系。對于處在金融集聚閾值范圍內的地區(qū)來講，應快速推進其他影響經(jīng)濟增長相關因素的改進和發(fā)展，尤其在教育、醫(yī)療、基礎設施等方面加大投資建設力度。而對于跨越金融集聚閾值的地區(qū)而言，在保證當前金融集聚質量的前提下，以實現(xiàn)金融集聚的升級發(fā)展。最后，人力資本、固定資產(chǎn)投資和財政支出對于經(jīng)濟實現(xiàn)增長就具有一定的推動作用，尤其是在金融業(yè)方面加大人力資本投入、金融資產(chǎn)投資和財政支出傾向。特別是在金融業(yè)發(fā)展不發(fā)達的中西部地區(qū)，在加大基礎設施建設的同時，更應在教育建設方面加大力度。

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中圖分類號：◆F832.5

文獻標識碼：A